石油化工行業(yè)上市公司資本結(jié)構(gòu)與公司績(jī)效的實(shí)證分析

趙麗

摘要：本文采用截面分析法，以我國石油化工行業(yè)的上市公司為例，對(duì)其資本結(jié)構(gòu)和公司績(jī)效的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究，得出了兩者負(fù)相關(guān)的結(jié)論。并針對(duì)我國所有上市公司資本結(jié)構(gòu)的特點(diǎn)及普遍存在的問題，提出了應(yīng)大力發(fā)展企業(yè)債券市場(chǎng)，鼓勵(lì)適當(dāng)?shù)墓善被刭?，完善信用評(píng)級(jí)制度等一系列建議。

關(guān)鍵詞：資本結(jié)構(gòu) 公司績(jī)效 凈資產(chǎn)收益率 資產(chǎn)負(fù)債率

一個(gè)企業(yè)完全依靠權(quán)益資本是極不明智的，負(fù)債經(jīng)營(yíng)才是符合現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)規(guī)律的企業(yè)經(jīng)營(yíng)方式。但同時(shí)應(yīng)當(dāng)意識(shí)到債務(wù)資本是一把雙刃劍，對(duì)利潤(rùn)的增加既有正向作用又有反向作用，合理確定資本結(jié)構(gòu)對(duì)企業(yè)的生存和發(fā)展非常重要?，F(xiàn)代資本結(jié)構(gòu)理論也指出：在有效的市場(chǎng)條件下，資本結(jié)構(gòu)變動(dòng)會(huì)影響企業(yè)價(jià)值；債權(quán)融資方式相對(duì)于股權(quán)融資方式而言對(duì)企業(yè)更為有利。

一、模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)收集

（一）衡量指標(biāo)的選取和計(jì)算

評(píng)價(jià)上市公司的績(jī)效應(yīng)該從盈利能力、資產(chǎn)管理能力和股本擴(kuò)張能力等多方面來進(jìn)行衡量，主要指標(biāo)包括：凈資產(chǎn)收益率、主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)率、每股收益和每股凈資產(chǎn)等。其中，凈資產(chǎn)收益率（ROE）是一個(gè)綜合性極強(qiáng)、最具代表性的財(cái)務(wù)比率，本文把凈資產(chǎn)收益率作為評(píng)價(jià)上市公司績(jī)效的主要指標(biāo)。

盡管使用市場(chǎng)價(jià)值來計(jì)算負(fù)債比率更能真實(shí)體現(xiàn)公司的價(jià)值，但由于中國股市約三分之二的股份為非流通股，無法計(jì)算其市場(chǎng)價(jià)值，因此本文仍采用賬面值來計(jì)算上市公司的負(fù)債比率，采用總負(fù)債比率來反映公司的資本結(jié)構(gòu)。綜上所述，本文采用的計(jì)算公式如下：

凈資產(chǎn)收益率=稅后凈利潤(rùn)/股東權(quán)益×100%

資產(chǎn)負(fù)債率=總負(fù)債/總資產(chǎn)×100%

（二）模型的構(gòu)建

為研究資本結(jié)構(gòu)對(duì)公司績(jī)效的影響程度及二者之間的關(guān)系，我們以資產(chǎn)負(fù)債率為自變量，對(duì)樣本公司2008-2012年的凈資產(chǎn)收益率進(jìn)行一元線性回歸，以進(jìn)一步考察資本結(jié)構(gòu)與公司績(jī)效是否顯著相關(guān)，以及是正相關(guān)還是負(fù)相關(guān)。回歸模型如下：

ROE=C+B DAR

其中，ROE代表凈資產(chǎn)收益率，DAR代表資產(chǎn)負(fù)債率，C代表常數(shù)項(xiàng)，B代表自變量的系數(shù)。

（三）數(shù)據(jù)的收集

本文選擇石油化工業(yè)A股上市公司2008-2012年五年的數(shù)據(jù)及其5年的平均數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。為保證結(jié)果的準(zhǔn)確性和客觀性，上市公司的行業(yè)分類基于中國證監(jiān)會(huì)頒布的《上市公司行業(yè)分類指引》，根據(jù)該指引，目前深滬兩市A股石油化工行業(yè)上市公司超過180家。以此為原始樣本，并按如下原則進(jìn)行樣本篩選：1.為避免新股的影響，選取2008年12月31日前上市的A股公司，上市的年限較長(zhǎng)可以確保公司的行為相對(duì)成熟；2.為避免異常值的影響，從原始數(shù)據(jù)中剔除了1999-2008年被ST和PT的公司。基于上述原則，我選取了石油化工27家上市公司作為我研究的樣本，樣本觀測(cè)值共162個(gè)。

二、實(shí)證分析結(jié)果

運(yùn)用Eviews計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件，對(duì)以上27家上市公司2008-2012年五年內(nèi)資產(chǎn)負(fù)債率和凈資產(chǎn)收益率的截面數(shù)據(jù)和各年的均值進(jìn)行簡(jiǎn)單的最小二乘法分析，得到表1和表2。

由表1的回歸統(tǒng)計(jì)量表中可以看出：

1.歷年的資產(chǎn)負(fù)債率與凈資產(chǎn)收益率的相關(guān)系數(shù)均為負(fù)，說明二者存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。

2.Std. Error（標(biāo)準(zhǔn)誤差）主要用來衡量回歸系數(shù)的統(tǒng)計(jì)可靠性。Std. Error越大，回歸系數(shù)估計(jì)值越不可靠。

3.t-Statistic（t統(tǒng)計(jì)量）檢驗(yàn)的是某個(gè)系數(shù)是否為零（即該變量是否不存在于回歸模型中）。從t值表里可以查出a等于0.01，0.05，0.10，0.20，0.40，0.60和0.80情況下，自由度為25（n-2）的t分布的臨界值分別為t0.01（25）=2.787，t0.05（25）=2.06，t0.10（25）=1.708，t0.20（25）=1.316，t0.40（25）=0.856，t0.60（25）=0.531，t0.80（25）=0.256。從我們的分析結(jié)果看，2012年和年度平均數(shù)據(jù)在顯著性水平a=0.01下，2008年和2010年在顯著性水平a=0.40下，2011年在顯著性水平a=0.60下，自變量和因變量之間是顯著負(fù)相關(guān)的，而2009年的T檢驗(yàn)沒有通過檢驗(yàn)，也就是說在該年份自變量與因變量的相關(guān)性不顯著。

由表2的回歸統(tǒng)計(jì)量表中可以看出回歸模型擬和優(yōu)度較差，其中：

1.R-squared衡量的是在樣本范圍內(nèi)用回歸來來預(yù)測(cè)被解釋變量的好壞程度。R2=1說明回歸擬合得很完美，若R2=0則回歸并不比被解釋變量的簡(jiǎn)單平均值擬合得更好。R2是被解釋變量能夠被解釋變量所解釋的部分。本文沒有采用采用Person相關(guān)系數(shù)進(jìn)行分析，主要是考慮到樣本相關(guān)系數(shù)的適用范圍被限制在兩變量間是線性關(guān)系的情況，但判定系數(shù)對(duì)非線性關(guān)系和有兩個(gè)或兩個(gè)以上自變量的相關(guān)關(guān)系都適用，即判定系數(shù)的應(yīng)用范圍更廣泛。實(shí)踐中，判定系數(shù)越接近于1，說明回歸直線對(duì)樣本數(shù)據(jù)的擬合程度越好，但商務(wù)與經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)方法告訴我們：根據(jù)實(shí)際情況，在社會(huì)科學(xué)中遇到的典型數(shù)據(jù)，經(jīng)常要考慮R2低于0.25的情形。因此通過本文的實(shí)證分析，從年度平均數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果（R2=24.08%）看，該行業(yè)上市公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)變異性的24.08%能夠由資本結(jié)構(gòu)和公司績(jī)效之間的線性關(guān)系所解釋，而75.92%屬于隨機(jī)因素的影響。從統(tǒng)計(jì)結(jié)果來看，歷年回歸中R2均小于0.4，說明回歸模型的擬和優(yōu)度較差，因此模型的解釋能力是很差的。

2.Adjusted R-squared與R2相當(dāng)接近，只是在方差的度量上有微小的差異。從統(tǒng)計(jì)結(jié)果來看，歷年回歸中Adjusted R2均小于0.3，同樣說明回歸模型的擬和優(yōu)度較差。

3.Durbin-Watson stat（DW統(tǒng)計(jì)量）是對(duì)序列相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量，它度量的是相鄰殘差之間的聯(lián)系。當(dāng)DW值落在（du，4-du）時(shí)，可以認(rèn)為誤差項(xiàng)之間不存在序列相關(guān)。從表2可以看到，各年的Durbin-Watson值分別為2.098362、2.038199、1.791807、2.150596、2.481495和2.318123，而n=27，k=1，a=0.05水平下，查到du=1.47（其中，n為觀測(cè)值個(gè)數(shù)，k為解釋變量個(gè)數(shù)）。由此可以推得：各回歸模型du

4.F-statistic（F統(tǒng)計(jì)量）是對(duì)回歸式中的所有系數(shù)均為零（除了截距項(xiàng)或常數(shù)項(xiàng)）的假設(shè)檢驗(yàn)，是在對(duì)簡(jiǎn)單線性回歸顯著性的檢驗(yàn)過程中用到的統(tǒng)計(jì)量。如果F統(tǒng)計(jì)量超過了臨界值，那么至少有一個(gè)系數(shù)可能不為零。從F值表里可以查出a=0.01情況下，分子自由度為1，分母自由度為25（n-2）的F分布的上側(cè)分位數(shù)F0.05=7.77。從我們的分析結(jié)果看，僅有202012年和年度平均數(shù)據(jù)的F值大于此臨界值，對(duì)其余各年度數(shù)據(jù)回歸顯著性的檢驗(yàn)結(jié)果均小于F0.05。由此我們可以認(rèn)為，僅有2012年和年度平均數(shù)據(jù)在顯著性水平a=0.01 下，自變量和因變量之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系在統(tǒng)計(jì)上是顯著的。這一結(jié)論與我們剛才用t分布檢驗(yàn)的結(jié)果是一致的（單變量回歸模型中，F(xiàn)檢驗(yàn)與t檢驗(yàn)得出的結(jié)論是一致的）。

三、結(jié)論與建議

（一）實(shí)證分析結(jié)論

石油化工業(yè)的資本結(jié)構(gòu)與公司績(jī)效之間的關(guān)系在大部分年份是顯著負(fù)相關(guān)的，而在極個(gè)別年份則不相關(guān)。具體來說，該行業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率對(duì)凈資產(chǎn)收益率的貢獻(xiàn)均是負(fù)的，除2009年外這種負(fù)相關(guān)均是顯著的，但顯著性水平有所不同，2012年和年度平均數(shù)據(jù)的顯著性水平為0.01，2008年和2010年的顯著性水平為0.40，而2011年的顯著性水平僅為0.60，但從總體來講，資本結(jié)構(gòu)與公司績(jī)效之間是顯著負(fù)相關(guān)的。從該行業(yè)年度平均數(shù)據(jù)來看，資本結(jié)構(gòu)與公司績(jī)效之間是顯著負(fù)相關(guān)的。

（二）促進(jìn)我國上市公司資本結(jié)構(gòu)合理化的建議

1.完善上市公司的治理結(jié)構(gòu)，加速證券市場(chǎng)的市場(chǎng)化改革。改進(jìn)股權(quán)結(jié)構(gòu)的設(shè)置，增強(qiáng)流通股比例，促進(jìn)同股同權(quán)，切實(shí)保障股東權(quán)益及股東對(duì)經(jīng)理層的約束。治理結(jié)構(gòu)的逐漸完善可以提供一個(gè)有利于企業(yè)長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展的融資導(dǎo)向，即引導(dǎo)企業(yè)向最終有利于企業(yè)根本發(fā)展的籌資結(jié)構(gòu)發(fā)展。

2.鼓勵(lì)適當(dāng)?shù)鼗刭弴泄?。?duì)我國來說，實(shí)施國有股回購是改善股權(quán)結(jié)構(gòu)的一種較好的途徑，它不但可以快速降低國有股的比例，而且不會(huì)對(duì)股市造成大的沖擊。但目前還存在兩個(gè)問題：一是回購國有股的相關(guān)行政法律法規(guī)的制定和規(guī)范；二是資金的問題，我國大部分上市公司的財(cái)務(wù)狀況并不令人樂觀，拿不出多少盈余資金來回購國有股。當(dāng)然回購的資金除了上市公司的自有資金外，上市公司還可以通過向銀行貸款或發(fā)行公司債券來籌集回購資金。

3.大力發(fā)展企業(yè)債券市場(chǎng)，提高上市公司債券的融資比例。從政策、法規(guī)、制度上為企業(yè)利用債券融資創(chuàng)造一個(gè)良好的、寬松的環(huán)境。政府要淡化或者逐步取消計(jì)劃規(guī)模管理，并在企業(yè)債券利率方面給予較大的靈活性，讓企業(yè)債券利率盡快市場(chǎng)化。同時(shí)應(yīng)盡快完善信用評(píng)級(jí)制度，為債券利率的市場(chǎng)化奠定基礎(chǔ)。

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（作者單位：中國石油河北銷售公司財(cái)務(wù)處）